1
PENGARUH UTANG LUAR NEGERI SWASTA TERHADAP PERTUMBUHAN
EKONOMI DI INDONESIA
Heri Ispriyahadi1, Nunung Nuryartono
2, Adler H Manurung
3, Dedi Budiman Hakim
4
ABSTRACT
This paper empirically examines the impact of private external debt on the economic
growth in Indonesia for the period of 1986–2011. The influence of the private external debt to
spur economic growth is expected through fulfillment the needs of a lack of capital. By using
OLS (Ordinary Least Square) estimation techniques, the results show that currently private
external debt, make negative contribution to economic growth. This indicates that private
external debt is passing point of the debt lafter curve. Further increase of private external debt
will cause a decline in economic growth. Therefore, it has to monitor closely because it
pertained debt overhang.
Keywords: Private External Debt, Economic Growth, Debt Overhang, Ordinary Least Square,
The Debt Lafter Curve.
1 Mahasiswa Program Doktor Manajemen dan Bisnis IPB, Bogor. 2 Program Pascasarjana Manajemen dan Bisnis IPB, Bogor. 3 Pengajar dan President Direktur PT Finansial Bisnis Informasi, Jakarta. 4 Program Pascasarjana Manajemen dan Bisnis IPB, Bogor.
2
PENGARUH UTANG LUAR NEGERI SWASTA TERHADAP PERTUMBUHAN
EKONOMI DI INDONESIA
PENDAHULUAN
Seperti halnya negara berkembang lainnya, Indonesia mengandalkan Utang Luar Negeri
(ULN) untuk membiayai pembangunan. Keterbatasan tabungan domestik untuk membiayai
pembangunan menjadi alasan penggunaan ULN tersebut. Daryanto (2001) menyatakan
kesenjangan antara tabungan domestik baik pemerintah dan swasta menyebabkan ULN dan
Penanaman Modal Asing (PMA) merupakan “keharusan” bagi pembiayaan investasi.
Berdasarkan sejarah, ULN di Indonesia sudah dilakukan sejak orde lama. Pada awalnya
penggunaan ULN hanya sebagai dana pendamping untuk menutup kekurangan dana
pembangunan yang belum bisa dipenuhi dari sumber dana domestik. Namun dalam
perkembangannya ULN telah mengarah menjadi sumber dana utama defisit fiskal. Sehubungana
dengan tersebut, jumlah ULN dari tahun ke tahun mengalami peningkatan yang signifikan
dengan meningkatnya defisit fiskal.
Seiring dengan pembangunan yang semakin pesat membutuhkan dukungan sumber dana
yang besar. Atmaja (2000) menyatakan bahwa kemampuan pemerintah untuk menanggung
seluruh biaya pembangunan semakin terbatas sejak krisis harga minyak dunia tahun 1980 an,
sehingga pemerintah melakukan sejumlah deregulasi di bidang pembangunan. Pemerintah
mendorong sektor swasta untuk ikut terlibat dalam pembangunan ekonomi pada berbagai sektor
yang dizinkan. Dengan semakin besarnya minat investasi swasta, tapi tanpa didukung oleh
sumber-sumber dana investasi didalam negeri yang memadai, telah mendorong pihak swasta
melakukan pinjaman keluar negeri, baik dalam bentuk pinjaman komersial maupun investasi
portofolio.
Pinjaman yang dilakukan oleh sektor swasta pada umumnya dengan persyaratan
pinjaman yang tidak lunak (bersifat komersial), baik suku bunga maupun jangka waktu
pembayaran kembali. Pada awal tahun 1980 an sektor swasta mulai melakukan pinjaman ke luar
negeri. Ekonomi yang tumbuh rata-rata diatas 7%, iklim investasi yang kondusif dan politik
yang stabil menyebabkan dalam kurun 16 tahun yaitu dari tahun 1981 s.d 1997, ULN swasta
terus meningkat dan mencapai USD 78,3 miliar, melewati ULN pemerintah yang pada tahun
yang sama tercatat sebesar USD 67,3 miliar (Arifin dan Rae 2008).
Alasan sektor swasta melakukan ULN karena tingginya suku bunga domestik sehingga
mencari alternatif ULN sebagai sumber pembiayaan karena dianggap lebih murah. Peningkatan
yang tajam ULN oleh sektor swasta tersebut juga akibat liberalisasi di bidang keuangan dan
perbankan. Saat terjadi krisis ekonomi 1997, sektor swasta tidak mengelola ULN nya dengan
baik sehingga terjadi currency mismatch dan maturity mismatch. Akibat nilai tukar rupiah yang
merosot tajam menyebabkan ULN swasta meningkat berkali lipat karena sebagian besar tanpa
dilakukan hedging (lindung tunai).
Beban utang yang semakin berat menyebabkan banyak perusahaan tidak mampu
membayar kembali kewajibannya. Sejumlah langkah penyelamatan harus ditempuh Bank
Indonesia dan pemerintah untuk membantu menyelesaikan masalah ULN swasta. Langkah-
langkah yang dilakukan antara lain mendirikan Indonesia Debt Restructuring Agency (INDRA)
dan Jakarta International Task Force (JITF) yang menjadi mediator antara kreditur internasional
3
dan debitur Indonesia. Untuk mengatasi permasalahan tidak diterimanya Letter of Credit (L/C)
perbankan Indonesia oleh perbankan internasional, upaya penyelesaiaan dilakukan dengan
program jaminan atas pembiayaan perdagangan internasional yaitu Trade Maintenance Facility
(TMF). Krisis ekonomi menyebabkan aktivitas ekonomi mengalami penurunan secara dramatis
sehingga pada tahun 1998 pertumbuhan ekonomi Indonesia mengalami kontraksi sebesar 13,4%
yoy (year on year). Pengalaman krisis ekonomi tahun 1997 tersebut menjadi pelajaran berharga
dalam pengelolaan ULN swasta.
Dalam lima tahun terakhir ULN swasta mengalami peningkatan yang tajam. Pada tahun
2011 ULN swasta tercatat sebesar USD 106,7 miliar.atau naik USD 49,9 miliar (87,8%) dari
tahun 2006 yang tercatat sebesar USD 56,8 miliar .Kenaikan signifikan ULN swasta akhir-akhir
karena semakin pesatnya pembangunan ekonomi sehingga kebutuhan sumber dana untuk
membiaya investasi semakin meningkat. Hal ini tercermin dari kenaikan Produk Domestik Bruto
(PDB) pada periode yang sama naik sebesar USD 511 miliar (138,4%). Perkembangan ULN
swasta dan PDB sejak tahun 1997 s.d 2011 dapat dilihat pada gambar dibawah ini :
56,8
106,7
880,3
289,5
-10
10
30
50
70
90
110
130
150
170
190
210
230
250
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
Miliar USD
0
100
200
300
400
500
600
700
800
900
1.000
Miliar USD ULN Sektor Swasta (lhs) PDB (rhs)
Sumber : Bank Indones ia
Gambar 1. Perkembangan ULN swasta dan PDB Indonesia
Dari gambar diatas terlihat ULN swasta dan PDB menunjukkan pergerakan yang searah.
Pergerakan yang searah ULN dan PDB perlu dibuktikan secara empiris untuk menentukan
signifikansi hubungan kedua variabel tersebut.
Peningkatan tajam ULN swasta saat ini perlu diwaspadai dan dimonitor dengan ketat
untuk menghindari berulangnya krisis ekonomi tahun 1997. Penggunaan dana ULN yang
berlebihan akan menghambat pertumbuhan ekonomi melalui penurunan total faktor produktifitas
(Patillo et al 2004). Di sisi lain, ULN dalam jumlah yang wajar (reasonable) dan dipergunakan
untuk investasi yang produktif akan memberikan kontribusi bagi pembangunan ekonomi.
TUJUAN PENELITIAN
Peningkatan ULN swasta yang signifikan dalam beberapa tahun terakhir mendorong
dilakukan penelitian ini untuk menguji sejauh mana ULN swasta mempengaruhi pertumbuhan
ekonomi di Indonesia.
4
TINJAUAN TEORI
Definisi Utang Luar Negeri (ULN) atau External Debt berdasarkan statistics, guide for
compilers and user, IMF and others, 2003, halaman 7 adalah :
“Gross external debt, at any given time, is the outstanding amount of those actual
current, and not contigent liabilities that require payments (s) of principal and/or interest by the
debtor at some point(s) in the future and that are owed to non resindents by resident of an
economy.”
Dari definisi diatas, ULN merupakan utang yang diterima oleh penduduk dari bukan
penduduk baik yang pembayaran ULN nya mensyaratkan pembayaran pokok dan/ atau bunga
pada masa mendatang. Dengan demikian ULN harus melibatkan penduduk dengan bukan
penduduk dengan utang dalam bentuk mata uang asing maupun mata uang negara peminjam
Pada dasarnya ULN mempengaruhi pertumbuhan ekonomi melalui dua jalur yaitu
akumulasi modal dan pertumbuhan total faktor produktifitas (Patillo et al 2004). ULN dalam
jumlah yang reasonable dapat memberikan kontribusi yang positif pada pertumbuhan ekonomi.
Model tradisionil neo klasik membolehkan mobilitas modal atau kemampuan suatu negara untuk
meminjam atau meminjamkan modal. Negara yang meminjam ULN untuk investasi dengan
marginal product of capital lebih tinggi dari bunga yang harus dibayar akan memperoleh insentif
(Patillo et al 2002). Namun kebalikannya ULN justru akan menjadi beban bagi pertumbuhan
ekonomi suatu negara kalau jumlahnya berlebihan. Stiglitz et al (2006) menyatakan bahwa
banyak krisis terjadi akibat beban utang yang berlebihan (debt overhang theory).
Teori debt overhang effect berdasarkan dua paper yaitu Krugman (1988) dan Sachs
(1989). Pada dasarnya debt overhang terjadi pada situasi jumlah utang yang besar dan potensi
nilai sekarang sumber pembayaran utang tidak mencukupi untuk membayar utang tersebut yang
pada gilirannya akan memperlambat pertumbuhan ekonomi. Hubungan antara ULN dengan
pertumbuhan ekonomi dapat dijelaskan dengan the debt lafter curve. Teori ini menggambarkan
efek akumulasi utang terhadap pertumbuhan ekonomi. Secara teori, utang luar negeri diperlukan
pada level yang wajar. Penambahan utang akan memberikan dampak positif terhadap
pertumbuhan ekonomi sampai pada satu titik atau batas tertentu. Namun pada saat jumlah ULN
telah melewati batas tersebut maka penambahan utang justru akan membawa dampak negatif
terhadap pertumbuhan ekonomi.
D*
Sumber : Patillo, 2002
Gambar 2. The Debt Overhang Theory
Expected
debt
repaymen
debt stock
5
Literatur ekonomi secara umum melakukan investigasi dan test empiris ULN
mempengaruhi pertumbuhan ekonomi melalui tiga jalur yaitu (1) debt overhang effect; (2) the
uncertainty effect; dan (3) the liquidity contraints effect (Addison, Hansen dan Tarp 2004,
Bhattacharya dan Clements, 2004, Hammer dan Shelton 2001 dan Elbadawi 1997 dalam Arnone
et al 2005). Utang pemerintah berlebihan mempunyai pengaruh crowding out effect. Dalam teori
ekonomi, saat pemerintah meningkatkan utang dalam rangka untuk membiayai pengeluaran,
sektor swasta akan terkena imbasnya. Peningkatan utang pemerintah akan menyebabkan
crowding out pada sektor swasta yang ditandai dengan meningkatnya suku bunga. Apabila
pengelolan dan penggunaanULN tidak dilakukan dengan baik dan tepat, maka akan
menyebabkan hambatan pada pertumbuhan ekonomi jangka panjang.
PENELITIAN TERDAHULU
Sejumlah penelitian telah dilakukan untuk mendapatkan hubungan antara ULN dengan
pertumbuhan ekonomi suatu negara. Penelitian lebih banyak dilakukan di kelompok negara
berkembang dan tertinggal dibandingkan dengan kelompok negara maju. Permasalahan
keterbatasan sumber dana domestik mendorong kelompok negara berkembang dan tertinggal
mengandalkan sumber dana dari luar negeri untuk mendorong pertumbuhan ekonominya. ULN
mendorong pertumbuhan ekonomi melalui penambahan faktor produksi modal (Amaoateng dan
Amoako 1996). Kedua peneliti tersebut menggunakan Granger causality untuk mengetahui
hubungan dua arah antara ULN dengan pertumbuhan ekonomi. Hasil penelitian menunjukkan
terdapat hubungan positif kausalitas antara pertumbuhan PDB dengan pembayaran ULN.
Di sisi lain hasil penelitian empiris menunjukkan hasil yang berlawanan arah yaitu ULN
mempunyai pengaruh negatif pada pertumbuhan ekonomi (Bauerfreud 1989, Geiger 1990,
Cunningham 1993). Pembayaran ULN yang besar menjadi beban anggaran pemerintah yang
pada akhirnya akan mengurangi level investasi. Bahkan ULN yang berlebihan akan
menyebabkan terjadinya debt overhang ( Sawada 1993) yaitu jumlah ULN yang berlebihan
sehingga akan menjadi beban yang berat pada saat pembayaran kembali ULN.Beratnya beban
pembayaran ULN akan mengurangi level investasi, penurunan capital inflows dan pada
gilirannya akan mempengaruhi pertumbuhan ekonomi suatu negara. Pada dasarnya debt
overhang akan mengakibatkaan pengurangan pertumbuhan output melalui pengurangan
produktifitas.
Clements et al (2003) dalam penelitiannya menyoroti keterkaitan ULN dengan investasi
di sektor swasta. Pada saat jumlah ULN besar menyebabkan kebutuhan untuk membayar
angsuran pokok dan bunga juga akan membesar. Akibatnya akan mengurangi biaya anggaran
pembangunan. Selain itu, ULN pemerintah yang besar akan berpengaruh pada investasi pada
sektor swasta. Hasil penelitian tersebut memperkuat penelitian sebelumnya yang dilakukan oleh
Baro (1990) dan Kneller (1999) yaitu jumlah ULN yang besar juga akan mempengaruhi sektor
swasta. Akumulasi ULN dalam jumlah yang besar akan memaksa pemerintah menaikkan pajak
usaha pada pihak swasta. Hasil pajak tersebut akan dipergunakan untuk membayar cicilan pokok
dan bunga ULN ke depan. Kondisi ini jelas akan memberatkaninvestasi sektor swasta karena
mendorong kenaikan cost of capital. Permasalahan akan bertambah rumit apabila negara
mengalami kesulitan untuk membayar kembali ULN nya yang akan membawa konsekuensi
penurunan sovereign rating. Kondisi ini akan menyulitkan negara tersebut dalam mengakses
ULN baru dan juga biaya ULN meningkat akibat naiknya resiko negara di mata negara atau
lembaga kreditur.
6
Penelitan-penelitan empiris yang dilakukan oleh para peneliti lainnya ternyata
memberikan hasil yang netral. Dengan menggunakan sampel di negara-negara berkembang dan
tertinggal diperoleh hasil bahwa ULN tidak mengurangi investasi sehingga tidak mempunyai
pengaruh yang signifikan terhadap pertumbuhan ekonomi (Warner 1992, Coohen 1993, dan
Chowdhury 1994). Perbedaan hasil empiris terjadi kemungkinan karena perbedaan waktu,
sampel negara dan metode penelitiannya.
METODOLOGI PENELITIAN
Pengumpulan Data dan Analisis
Penelitian ini menggunakan data sekunder yaitu data time series tahunan dari tahun 1986
sampai dengan tahun 2011. Data diperoleh dari Bank Indonesia, Badan Pengelola Statistik dan
Badan Koordinasi Penanaman Modal (BKPM) dan World Bank.
Model dasar yang dipergunakan dalam menguji hubungan ULN swasta dengan
pertumbuhan ekonomi adalah pengembangan dari model fungsi produksi :
(1)
Keterangan:
Y : Output
K : Kapital
L : Tenaga kerja
Dari persamaan tersebut kemudian dipecah ke dalam variabel-variabel yang lebih spesifik yaitu
variabel-variabel eksplanatori yang dipergunakan dalam penelitian ini sehingga persamaannya
menjadi :
Y = f (TK, I, PMTDB, US, US2) (2)
Model estimasi dituliskan dalam persamaan sebagai berikut :
1
2
543210 USUSPMTDBITKY (3)
Variabel dalam persamaan akan ditransformasi menjadi bentuk logaritma natural (log). Hal ini
dilakukan untuk mengurangi adanya gejala heteroskedasitas dan untuk mengetahui kepekaan
antar variabel.
1
2
543210 USUSPMTDBITKLnYLn (4)
Untuk memberikan gambaran mengenai kondisi ekonomi yang terjadi selama masa pengamatan,
yakni adanya krisis tahun 1997 maka digunakan variabel dummy krisis (Dt) dimana waktu sebelum
krisis (1986-1996) diberikan nilai 0, pada saat krisis (1997 – 2000) diberi nilai 1 dan sesudah tahun
2000 diberi nilai 0. Persamaan model estimasinya menjadi :
7
16
2
543210 KEDUSUSPMTDBITKY (5)
Keterangan
Y : Produk Domestik Bruto sebagai proxy pertumbuhan ekonomi TK : Tenaga kerja I : Share investasi (PMA+PMDN ) terhadap PDB PMTDB : Pembentukan Modal Tetap Domestik Bruto US : Share pembayaran ULNswasta terhadap PDB US2 : Share kwadrat pembayaran ULN swasta terhadap PDB DKE : Dummy krisis ekonomi tahun 1997
: Konstanta
: Koefisien
1 : error
Data yang digunakan dalam penelitian ini merupakan data time series sehingga
memerlukan pengujian akar-akar unit untuk semua variabel yang digunakan. Jika variabel-
variabel ternyata menunjukkan tidak stasioner, maka harus dikointegrasikan sehingga menjadi
stationer. Suatu series dapat dikatakan stasioner jika nilai rataan, varian dan autokovarian
menunjukkan konstan dari waktu ke waktu, walaupun dengan lag yang berbeda namun memiliki
nilai yang sama. Data yang stasioner merupakan hal yang sangat penting dalam analisis time
series.Pengujian stasionaritas data digunakan dengan metode Augmented Dickey Fuller (ADF)
dan Philip Peron test.
Data yang tidak stasioner pada level namun stasioner pada tingkat diferensiasi pertama atau kedua, besar kemungkinan akan kointegrasi yaitu terdapat hubungan jangka panjang antar variabel. Untuk itu perlu dilakukan uji kointegrasi. Uji ini dikembangkan berdasarkan adanya persepsi model data yang tidak stationer secara individu akan tetapi kombinasi linear antara dua atau lebih data time series dapat menjadi stationer. Untuk melakukan pengujian dipergunakan metode Eangle Granger dengan pendekatan Augmened Dickey Fuller Test. Jika variabel-variabel dalam model terkointegrasi maka dapat dikatakan kombinasi dari dua atau lebih dalam regresi adalah stationer.
Persamaan yang digunakan untuk test Engle Granger adalah:
= (6)
Hipotesis untuk pengujian adalah: H0 : ρ = 0, (variabel-variabel dalam model tidak terkointegrasi) H1 : ρ ≠ 0, (variabel-variabel dalam model terkointegrasi).
Untuk melakukan pengujian kointegrasi menggunakan program Eviews 6 yang dimulai
dengan melakukan regresi terhadap persamaan dalam model.Dari hasil regresi, kemudian
8
dibuat residual series nya.Nilai residu ini kemudian diuji dengan menggunakan uji ADF.Jika stationer, berarti regresi tersebut merupakan regresi terkointegrasi.
Untuk menghasilkan model yang sahih secara teoritis, maka model regresi harus
memenuhi asumsi-asumsi klasik. Hal ini diperlukan agar hasil yang diperoleh dapat konsisten
dan efisien secara teori. Menurut Gujarati (2003) ada 11 asumsi utama yang mendasari model
regresi linier klasik dengan menggunkan ordinary least square (OLS) atau yang dikenal dengan
asumsi klasik :
a. Model regresi linear, artinya linear dalam parameter.
b. Nilai X diasumsikan non-stokastik, artinya nilai X dianggap tetap dalam sampel yang
berulang.
c. Nilai rata-rata kesalahan μi adalah nol.
d. Homokedastisitas, artinya varians kesalahan sama untuk setiap periode (Homo=sama,
Skedastisitas=sebaran).
e. Tidak ada autokolerasi antar kesalahan (antar μi dan μj tidak adakolerasi).
f. Anatara μi dan μj saling bebas.
g. Jumlah observasi, n harus lebih besar daripada jumlah parameter yang diestimasi (jumlah
variabel independen).
h. Adanya variabilitas dalam Xi, artinya nilai Xi harus beda.
i. Model regresi telah dispesifikasi secara benar, dengan kata lain tidak ada bias (kesalahan)
spesifikasi dalam model yang digunakan dalam analisis empirik.
j. Tidak ada multikolinearitas yang sempurna antar variabel independen.
k. Nilai kesalahan μi terdistribusi secara normal.
Proses pengujian asumsi klasik dilakukan bersama dengan proses uji regresi sehingga
langkah-langkah yang dilakukan dalam pengujian asumsi klasik menggunakan langkah kerja
yang sama dengan uji regresi. Ada empat uji asumsi klasik yang harus dilakukan terhadap suatu
model regresi tersebut yaitu deteksi multikolinearitas, deteksi heterokedastisitas, deteksi
autokolerasi dan deteksi normalitas. Setelah dilakukan uji asumsi klasik dilanjutkan dengan
pengujian statistik dan ekonomi. Pengujian statistik meliputi uji koefisien determinasi (R2), uji
koefisien regresi secara serentak (uji F), dan uji koefisien regresi secara parsial (uji t).
Dalam pengujian ekonomi, hasil pendugaan dalam persamaan disesuaikan dengan teori
ekonomi. Pada uji ekonomi yang dilihat adalah tanda serta nilai dari koefisien masing-masing
variabel independen dari hasil analisis regresi. Jika tanda dari koefisien varibel independen
positif, maka hubungan antara variabel dependen dengan variabel independen adalah positip dan
sebaliknya jika tanda dari koefisien variabel independen adalah negatif maka hubungan antara
variabel dependen dengan variabel independen adalah negatif. Besar dari hubungan antara
variabel independen dengan variabel dependen dilihat dari nilai masing-masing koefisien
variabel independen.
9
ANALISIS DAN PEMBAHASAN
Hasil pengujian stasionaritas data dengan menggunakan metode Augmented Dickey
Fuller (ADF) dan Philip Peron test terlihat pada tabel dibawah ini :
Tabel 1. Hasil Uji Unit Root Test Dengan ADF-Test dan PP-Test
LnY -1,136233 -3,72407 Level -1,078096 -3,72407 Level
-3,322175 I(1) -3,340854 I(1)
-6,096826 I(2) -10,12583 I(2)
ln TK -0,661243 -3,72407 Level -0,633879 -3,72407 Level
-4,518663 I(1) -4,543587 I(1)
IPMDN -1,893215 -3,72407 Level -1,893215 -3,72407 Level
-5,004243 I(1) -5,004572 I(1)
IPMA -2,038713 -3,72407 Level -1,840928 -3,72407 Level
-6,323928 I(1) -8,660027 I(1)
PMTDB -0,711623 -3,737853 Level -0,37924 -3,72407 Level
-1,792039 I(1) -1,961403 I(1)
-3,974974 I(2) -3,82444 I(2)
US -1,519101 -3,72407 Level -1,519101 -3,72407 Level
-3,89062 I(1) -3,799736 I(1)
Sumber : Hasil uji stationaritas dengan menggunakan E-Views
Order IntegrasiVariabel ADF-TestCritical Values
(1%)
Order
IntegrasiPP test
Critical
Values (1%)
V a r i a b e l A D F - t e s t
C r i t i c a l
V a l u e s
( 1 % )
O r d e r
I n t e g r a s i P P t e s t
C r i t i c a l
V a l u e s
( 1 % )
O r d e r
I n t e g r a s i
L O G ( K U R S ) - 2 , 5 2 0 5 9 6 l e v e l - 2 , 3 4 3 1 8 8 l e v e l
D L O G ( K U R S ) - 6 , 9 3 4 6 2 1 I ( 1 ) - 6 , 9 3 4 6 2 1 - 3 , 5 2 4 2 3 3 I ( 1 )
M S 1 - 0 , 7 8 1 1 7 6 l e v e l - 0 , 9 9 7 9 2 7 l e v e l
D ( M S 1 ) - 6 , 8 7 8 0 8 9 I ( 1 ) - 6 , 9 0 3 0 9 5 - 3 , 5 2 4 2 3 3 I ( 1 )
Y D - 1 , 5 4 5 1 1 7 l e v e l - 2 , 2 2 7 4 5 4 l e v e l
D ( Y D ) - 9 , 6 0 9 0 0 6 I ( 1 ) - 1 5 , 5 3 7 7 7 0 - 3 , 5 2 0 3 0 7 I ( 1 )
I D F - 2 , 5 2 1 8 5 3 l e v e l - 2 , 1 2 1 3 3 8 l e v e l
D ( I D F ) - 4 , 6 3 2 4 2 4 I ( 1 ) - 4 , 6 3 3 4 7 4 - 3 , 5 2 0 3 0 7 I ( 1 )
L O G ( D S _ P ) - 2 , 9 4 5 7 7 5 l e v e l - 2 , 6 6 3 5 9 6 l e v e l
D L O G ( D S _ P ) - 1 1 , 4 9 6 8 7 0 - 3 , 5 2 4 2 3 3 I ( 1 ) - 2 3 , 9 7 3 9 8 0 - 3 , 5 2 4 2 3 3 I ( 1 )
S u m b e r : H a s i l u j i s t a s i o n a r i t a s d e n g a n m e n g g u n a k a n E - v i e w s 6 .
T a b e l 5 . 1 .
- 3 , 5 2 4 2 3 3
- 3 , 5 2 4 2 3 3
- 3 , 5 2 0 3 0 7
- 3 , 5 2 0 3 0 7
H a s il U ji U n i t R o o t d e n g a n M e t o d e A D F - t e s t d a n P P - t e s t
Dari tabel tersebut dapat diketahui bahwa semua data yang digunakan belum stasioner
pada tingkat level, tercermin dari nilai absolut statistik ADF dan PP-test lebih kecil dari nilai
kritis MacKinnon. Selanjutnya setelah dilakukan uji stasionaritas pada tingkat first atau second
different dapat disimpulkan bahwa data yang diujikan telah stasioner pada tingkat first atau
second different. Hal ini terlihat dari nilai absolut statistik ADF dan PP-test yang lebih besar dari
nilai kritis Mac Kinnon pada tingkat signifikansi 1%.
Data tersebut diatas perlu dilakukan test kointegrasi sehubungan data stationer setelah dilakukan uji stationaritas pada first atau second different. Hasil uji kointegrasi dengan metode Eangle Granger sebagai berikut :
Tabel 2. Hasil Uji Kointegrasi
Berdasarkan hasil pengujian, menunjukkan nilai t-statistik yaitu 6,978728 lebih besar dari Mc Kinnon critical value pada tingkat kepercayaan 99% (6,634897) sehingga H0 ditolak. Hasil ini menunjukkan bahwa residual dari model ternyata stationer atau terkointegrasi.
Setelah dilakukan pengujian akar unit dari data yang dipergunakan dalam penelitian,
berikutnya adalah menguji asumsi klasi dari model regresi. Hasil uji asumsi klasik sebagai
berikut:
Residual
trace-statistic Critical value pada taraf
nyata 1% Probabilitas Keterangan
Model 6.978728 6.634897 0.0082 Stationer,
∝
= 1%
Sumber : Ouput eviews (telah diolah kembali)
level
Tingkat stationeritas
10
Uji Asumsi Klasik
Uji Multikolonieritas
Berdasarkan hasil pengujian multikolonieritas diketahui bahwa pada model tidak terdapat gejala multikolinearitas karena koefisien korelasi antar variabel dibawah 0,8. Cara untuk mendeteksi ada tidaknya multikolinear adalah correlation matrix. Asumsi lain yang dapat digunakan untuk mengetahui multikolinearitas adalah apabila R2 tinggi namun sebagian besar variabel bebas memiliki t-statistik yang signifikan. Pada hasil uji OLS diketahui bahwa nilai R2 sebesar 99,6158 dan empat dari lima variabel yang diujikan signifikan menurut pengujian t-statistik. Hal ini semakin memperkuat bahwa tidak terdapat gejala multikoliniearitas pada model.
Uji Autokorelasi
Dalam penelitian ini digunakan uji Breusch-Godfrey untuk mengetahui ada tidaknya autokorelasi. Hasil pengujian menunjukkan nilai probabilitas Obs*R-squared pada uji Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test adalah sebesar 0,6038. Nilai ini lebih besar dari taraf nyata yang digunakan yaitu 5 persen (α= 0,05), maka dapat disimpulkan bahwa tidak terdapat autokorelasi pada model persamaan penerimaan cukai.
Uji Heteroskedasitas
Dalam penelitian ini, untuk mendetekasi fenomena heteroskedastisitas digunakan Uji White. Pada uji White Heteroscedasticity Test, nilai probabilitas Obs*R-squared adalah sebesar 0,9659. Nilai ini lebih besar dari taraf nyata yang digunakan yaitu 5 persen (α= 0,05), maka dapat disimpulkan bahwa tidak terdapat masalah heteroskedastisitas pada model persamaan.
Uji Normalitas
Untuk menguji apakah data terdistribusi normal atau tidak, dilakukan Uji Jarque-Bera. Dari hasil uji nampak bahwa nilai residual persamaan regresi berdistribusi normal. Nilai Jarque-Bera lebih kecil dari 2 dan nilai probabilitas lebih besar dibandingkan tarif nyata yang digunakan yaitu 5 % (0,05). Dengan demikian dapat ditarik kesimpulan bahwa probabilitas gangguan μ1 regresi tersebut terdistribusi.secara normal.
Setelah keempat pengujian tersebut dilakukan maka dapat disimpulkan bahwa model
persamaan pengaruh ULN swasta terhadap pertumbuhan ekonomi telah memenuhi asumsi OLS
dan menghasilkan penduga kuadrat terkecilnya merupakan penduga linier tak bias terbaik atau
Best Linier Unbiassed Estimator (BLUE).
Hasil Uji Statistik Analisis Regresi
Hasil regresi pengaruh ULN swasta (US) terhadap pertumbuhan ekonomi (Y) dengan variabel kontrol tenaga kerja (TK), investasi (I), pembentukan modal tetap domestik bruto (PMTDB) dengan menggunan metode regresi OLS (Ordinary Least Square) sebagai berikut: Tabel 3: Hasil Regresi Model Pengaruh ULN Swasta Terhadap Pertumbuhan Ekonomi
11
Koefisien p-value Keterangan
C -19,92101 0,0000 signifikan padaα= 1%
ln TK 2,783990 0,0000 signifikan padaα= 1%
I 0,01173 0,039 signifikan padaα= 5%
PMTDB 0.014282 0,0000 signifikan padaα= 1%
US -0.017886 0,0015 signifikan padaα= 1%
US20,000144 0,1317 signifikan padaα= 15%
Dummy Krisis 0,016552 0,0012 signifikan padaα= 1%
R-Squared 0,996158
adjusted R-squared 0,994944
F-Statistik 820,9748
Prob (F statistic) 0,0000
Durbin Watson Stat 1,932661
Sumber : Hasil pengolahan dengan E-views
VariabelHasil regresi
Berdasarkan hasil analisis regresi pada tabel tersebut diatas, Adjusted R2 sebesar 0,994944 dan Durbin Watson Statistics 1,932661. Durbin Watson Statistic tersebut sejalan dengan hasil test dengan menggunakan uji Breusch-Godfrey yang menunjukkan tidak ada autokorelasi antar variabel dependen. Persamaan regresinya menjadi sebagai berikut:
Ln Y = -19,921+ 2,784 Ln TK + 0,01173 I + 0,014282 PMTDB – 0,0179 US
+ 0,00014 US2+ 0,016552 Ln DKE (7)
Penjelasan dari hasil regresi OLS tersebut diatas sebagai berikut :
Koefisien Determinasi (R2)
Hasil pengujian menunjukkan Adjusted R2
sebesar 99,49% Artinya variabel bebas
(tenaga kerja, investasi, penanaman modal tetap bruto, ULN swasta, kwadrat ULN swasta dan
dummy krisis ekonomi) mampu menjelaskan variabel terikat sebesar 99,49%. Sementara sisanya
0,51 % dipengaruhi oleh –variabel variabel lain yang tidak dimasukkan dalam model.
Pengujian Signifikansi Simultan (Uji F)
Probability F stat pada hasil penelitian tercatat sebesar 0,0000 yang lebih kecil dari = 1%, mengindikasikan variabel bebas secara bersama-sama dapat menjelaskan variabel terikat. Hasil ini menunjukkan bahwa tenaga kerja, investasi, PMTDB, ULN swasta, kwadrat ULN swasta dan Dummy krisis ekonomi secara bersama-sama mempengaruhi pertumbuhan ekonomi. Uji satistik F pada dasarnya menunjukkan apakah semua variabel independen yang dimasukkan dalam model mempunyai pengaruh secara bersama-sama terhadap variabel dependen.
12
Interprestasi Hasil Regresi
Berdasarkan hasil regresi dengan menggunakan OLS menunjukkan bahwa semua
variabel dependen sigfinikan mempengaruhi pertumbuhan ekonomi. Tenaga kerja berpengaruh
signifikan positif terhadap pertumbuhan ekonomi dengan koefisien regresi sebesar 2,784 dan p-
value sebesar 0,000 (signifikan pada taraf nyata 1%). Artinya peningkatan 1 % tenaga kerja akan
meningkatkan pertumbuhan ekonomi sebesar 2,784%. Tenaga kerja di negara berkembang
merupakan faktor produksi yang dominan. Oleh karena itu penambahan tenaga kerja umumnya
sangat berpengaruh pada peningkatan output. Hal ini sejalan dengan teori pertumbuhan Neo
Klasik Tradisional yang menyatakan pertumbuhan output selalu bersumber dari satu atau lebih
3 (tiga) faktor yakni kenaikan kualitas dan kuantitas tenaga kerja, penambahan modal (tabungan
dan investasi) dan penyempurnaan teknologi (Todaro, 2000).
Masih terbatasnya investasi domestik mendorong pemerintah berupaya menarik investor
asing untuk berinvestasi di Indonesia. Hasil penelitian menunjukkan realisasi investasi yang
merupakan gabungan PMA dan PMDN memberikan kontribusi positif dan signifikan terhadap
pertumbuhan ekonomi. Koefisien regresi investasi tercatat sebesar 0,011731 dengan p-value
sebesar 0,039 (signifikan pada taraf nyata sebesar 5%). Artinya kenaikan 1% investasi akan
mendorong peningkatan pertumbuhan ekonomi sebesar 0,039%. Secara teoritis dan empiris
modal merupakan faktor penting untuk mendukung pertumbuhan ekonomi. Hal ini berlaku untuk
teori pertumbuhan klasik, neo klasik maupun endegeneus yang memasukkan kapital atau modal
menjadi faktor signfikan dalam mendorong pertumbuhan ekonomi. Keterbatasan investasi
domestik menyebabkan Indonesia menggantungkan investasi yang berasal dari penanaman
modal asing sebagai faktor pendorong pertumbuhan ekonomi.Hal ini terlihat dari perimbangan
investasi penanaman modal asing yang jumlahnya lebih besar dibandingkan dengan penanaman
domestik. Pada tahun 2011 investasi penanaman modal asing tercatat sebesar USD 19,5 miliar
dan investasi Penanaman Modal Dalam Negeri tercatat Rp 76.000 miliar atau equivalen USD
8,4 miliar (menggunakan kurs 31 Desember 2011 Rp 9075/ 1 USD).
Investasi dalam bentuk aktiva tetap juga ikut berperan dalam mendorong pertumbuhan
ekonomi. Hasil penelitian menunjukkan bahwa pembentukan modal tetap domestik bruto
(PMTDB) memiliki koefisien regresi sebesar 0,014282 dan p-value sebesar 0,000 (signifikan
pada taraf nyata 1 %). Artinya setiap 1 % kenaikan realiasi Penanaman Modal Tetap Domestik
Bruto (PMTDB) akan meningkatkan pertumbuhan ekonomi sebesar 0,014282 %.
Temuan menarik dari penelitian ini adalah ULN swasta ternyata diindikasikan sudah
pada kondisi debt overhang. Hal ini tercermin dari koefisien regresi ULN swasta yang tercatat
sebesar -0.017886 dan p-value sebesar 0,0015 (signfikan pada taraf nyata 1%).Sementara
koefisien regresi variabel kwadrat ULN swasta (US2) sebesar 0,000144 dan p-value sebesar
0,1317 (signifikan pada taraf nyata 15%). Hasil ini mengindikasikan bahwa ULN swasta saat ini
sudah pada jumlah yang telah melewati titik kritis sesuai dengan pola the debt Lafter curve.
Artinya peningkatan ULN swasta sebesar 1% justru akan menurunkan 0,017886%.
Perkembangan ULN swasta dalam lima tahun terakhir menunjukkan peningkatan yang
cukup besar. Pada tahun 2006 ULN swasta tercatat sebesar UD 56,8 miliar, pada tahun 2011
telah meningkat menjadi USD 106,7 miliar atau naik sebesar 87,85%. Peningkatan ULN swasta
tersebut seiiring dengan kondisi ekonomi Indonesia yang terus tumbuh dalam lima tahun terakhir
sehingga kebutuhan modal untuk modal kerja maupun investasi juga meningkat. Kondisi
ekonomi Indonesia yang baik dan masih tumbuh saat negara-negara lain mengalami kontraksi
13
ekonomi di saatkrisis keuangan global, menjadi daya tarik Indonesia bagi para kreditur luar
negerimenawarkan kreditnya ke perusahaan-perusahaan di Indonesia. Kondisi serupa terjadi
pada saat sebelum krisis ekonomi tahun 1997/1998.Indonesia saat itu dalam kondisi ekonomi
yang relatif baik, politik stabil dengan rating investment grade.Oleh karena itu, pemerintah dan
Bank Indonesia perlu mewaspadai kenaikan ULN swasta yang tinggi tersebut
Implikasi Kebijakan
Hasil penelitian menunjukkan bahwa ULN swasta diindikasikan sudah dalam kondisi
debt overhang dengan koefisien regresi yang negatif. Artinya pertambahan ULN swasta yang
meningkat siginfikan dalam lima tahun terakhir telah melewati titik kritis berdasarkan ploa the
Debt Lafter Curve. sehingga menjadi penghambat pembangunan ekonomi. Sehubungan dengan
hal tersebut pemangku kebijakan yaitu pemerintah dan Bank Indonesia perlu mewaspadai dan
memonitor secara ketat peningkatan ULN swasta tersebut. Langkah-langkah tersebut perlu
dilakukan untuk menghindari berulangnya kejadian krisis ekonomi 1997 yang diantaranya akibat
permasalahan yang terjadi pada ULN swasta.
Kebijakan-kebijakan terkait dengan kebijakan pengelolaan ULN yang berhati-hati
(prudential borrowing) terus dilakukan secara berkesinambungan. Sektor swasta didorong untuk
lebih selektif dalam melakukan ULN dan mengarahkan agar penggunaan ULN untuk sektor-
sektor yang produktif. Pengawasan secara ketat perlu dilakukan terhadap perusahaan-perusahaan
yang tergolong dalam kelompok highly leverage (pengutang terbesar). Montoring ini diperlukan
karena aktivitas terkait ULN perusahaan-perusahaan tersebut dapat berpengaruh terhadap
volatilitas dari nilai tukar rupiah. Untuk itu perlu dilakukan mitigasi resiko dengan tujuan
meminimalkan resiko dari ULN yang dilakukan sektor swasta.
KESIMPULAN DAN SARAN
Kesimpulan
Berdasarkan paparan tersebut diatas terdapat beberapa kesimpulan dari hasil penelitian
ini yaitu:
1. ULN swasta saat ini sudah dalam jumlah yang berlebihan. Hal ini terlihat dari koefisien
regresi yang menunjukkan ULN swasta berpengaruh signifikan dan negatif terhadap
pertumbuhan ekonomi. Dengan demikian ULN swasta diindikasikan sudah berada dalam
kondisi debt overhang.
2. Kebutuhan modal pembangunan yang relatif besar dan belum dapat sepenuhnya dipenuhi
oleh tabungan domestik menyebabkan Indonesia masih bergantung pada aliran modal asing
baik dalam bentuk Foreign Direct Investment (FDI) maupun utang luar negeri. Hasil
penelitian menunjukkan bahwa investasi yang merupakan gabungan penanaman modal
dalam negeri dan penanaman modal asing memberikan kontribusi positif dan signifikan
terhadap pembangunan ekonomi.
3. Besarnya tenaga kerja di Indonesia merupakan faktor signifikan untuk mendorong
pertumbuhan ekonomi. Hal ini didukung dari hasil penelitian yang menunjukkan tenaga kerja
memberikan kontribusi positif dan signifikan pada pertumbuhan ekonomi.
14
4. Berdasarkan hasil penelitian variabel-variabel indenpenden yaitu tenaga kerja, investasi,
pembentukan modal tetap domestik bruto dan utang swasta secara bersama-sama
memberikan pengaruh signfikan terhadap pertumbuhan ekonomi di Indonesia.
Saran
Penelitian ini telah mengindikasikan utang luar negeri swasta sudah melewati titik kritis
dari pola the debt lafter curve sehingga tambahan utang baru justru akan menurunkan
pertumbuhan ekonomi. Besarnya jumlah utang luar negeri swasta yang berada pada titik kritis
belum dihitung dalam penelitian ini. Sehubungan dengan hal tersebut, saran untuk penelitian
berikutnya adalah menghitung nilai titik kritis jumlah utang luar negeri swasta sehingga dapat
menjadi pedoman bagi pemerintah dan Bank Indonesia untuk melakukan Protokol Manajemen
Krisis (PMK) terkait dengan utang luar negeri swasta.
DAFTAR PUSTAKA
Arifin S, Rae D.E, 2008, Manajemen Pinjaman Luar Negeri Swasta Indonesia: Pelajaran
Berharga Dari Krisis Keuangan Indonesia, Jakarta: PT. Elex Media Komputindo.
Arnone M, Bandiera L dan Presbito AF. 2005. External debt Sustainibility: Theory and
Empirical Evidence, Econ WPA.
Amoateng K, Amoako AB. 1996. Economic Growth, Export And External debt Causality: The
Case of African Acountries, Applied Economics, Cilt 28, 21-27
Atmaja AS. 2000. Utang Luar Negeri Pemerintah Indonesia: Perkembangan dan Dampaknya,
Jurnal Akuntansi & Keuangan Vol. 2, No. 1, Mei 2000: 83 – 94
Barro R. 1990. Government Spending in a Simple Model of Endogenous Growth, Journal of
Political Economy,Vol. 98(5), 103-26
Bauerfreund O. 1989. External debt And Economic Gowth: A Computable General Equilibrium
Case Study of Turkey 1985-1986. Durham: Duke University.
Clements, B., R. Bhattacharya and T. Q. Nguyen (2003), External debt, public investment, and
growth in low-income countries, IMF Working paper 03/249.
Chowdhury K. 1994.A Structural Analysis of External debt And Economic Growth: Some
Evidence From Slected Countries in Asia And Pasific, Applied Economics, Cilt 26, ss
1121-1131.
Cohen D. 1993.Low Investment And Large LDC Debt in 1980’s, The American Economic
Review, Cilt 83, Sy 3, 437-449.
Cunningham RT. 1993.The Effects of debt Burden on Economic Growth in Heavily Indebted
Nation,Journal of Economic Development.
Daryanto A. 2001, Hutang Luar Negeri Indonesia : Masalah dan Alternatif Solusinya, Agrimedia
Vo. 7 No. 1.
15
Geiger LT. 1990.Debt And Economic Development in Latin America, The Journal of
Developing Areas , 24, 181-194.
Gujarati, Damodar N. 1995. Basic Econometrics. Third Edition. Singapore : McGraw‐ Hill Book
Co.
Kneller R, Bleaney, M.F, Gemmel. 1999.Fiscal Policy and Growth: evidence from OECD
countries, Journal of Public Economics, 74: 171-190
Krugman P. 1988, Financing, Economic Journal, Vol 74, No.296, Blackwell Publishing.
Pattillo C, Poirson H, Ricci L. 2004.What Are The Channels Through Which External Debt
Affects Growth, IMF Working Paper
Pattillo C, Poirson H, Ricci L. 2002.External Debt And Growth, IMF Working Paper.
Sachs, JD. 1989, The Debt Overhang of Developing Countries;, In Debt Stabilization and
Development, by Calvo, Guilermo, Ronald Findlay, Pnetti Kouri dan Jorge Braga De
Macedo (Oxford: Basil Balckwell).
Sawada Y. 2003, Are The Heavily Indebted Countries Solvent, Journal of Development
Economics Vol. 45, 325 – 337.
Stiglizt, JE, Ocampo JA, Spiegel S, Davi RF dan Nayyar D. 2006. Stability With Growth :
Macroeconomics, Liberalization and Development, Oxford University Press, New York
Todaro MP. 2000, Economic Development, Seventh Edition, New York University, Addison
Mesley.
Warner AM. 1992. Did Debt Crisis Cause The Investment Crisis, Quaterly Journal Of
Economics Vol:7 No.4, 1161-1186.
World Bank (2004), Guidelines For Public Debt Management,World Bank Publication.